金融素養(yǎng)對家庭文化消費(fèi)的影響研究
——基于CFPS數(shù)據(jù)的實(shí)證分析

□ 鞏艷紅 宋子文

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，消費(fèi)成為了我國經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定運(yùn)行的壓艙石。2020年，我國國內(nèi)總值1015986億元，同比增長2.3%，突破百萬億大關(guān)。其中，最終消費(fèi)支出對GDP增長的貢獻(xiàn)率為54.3%，同比上升9個(gè)百分點(diǎn)，雖然受到疫情的沖擊使該比例較2019年有所下降，但仍體現(xiàn)了消費(fèi)對我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基礎(chǔ)性作用①數(shù)據(jù)來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒2021》。。消費(fèi)已成為中國經(jīng)濟(jì)增長的主要?jiǎng)恿?，而文化消費(fèi)作為消費(fèi)的一種新興形式，其對于滿足人民群眾對美好生活的需求和促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)的增長具有舉足輕重的作用。

然而，中國居民的文化消費(fèi)水平與發(fā)達(dá)國家相比還是存在一定的差距。2014年，中國文化消費(fèi)總量僅為美國的24.67%,其差距顯而易見。雖然相比之前文化消費(fèi)的絕對支出有了大幅增長，但其增長的速度越來越緩慢，文化消費(fèi)占人均GDP的比重表現(xiàn)出先升后降的趨勢②資料來源：《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》 2013年-2018年人均文化消費(fèi)支出分別為：1397.7元、1535.9元、1723.1元、1915.3元、2086.2元、2225.7元。其占人均GDP的比重依次為：3.19%、3.26%、3.43%、3.54%、3.48%、3.37%。。近五年來，文化消費(fèi)環(huán)境雖然逐年改善，但文化消費(fèi)能力卻停滯不前，甚至還有了一定程度的下降③資料來源于《中國文化發(fā)展指數(shù)和文化消費(fèi)指數(shù)（2019）》。。增強(qiáng)文化消費(fèi)能力，激發(fā)文化消費(fèi)意愿，應(yīng)成為今后促進(jìn)文化消費(fèi)的重要發(fā)力點(diǎn)，也是中國經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的重要抓手。

在黨和國家高度重視文化體制改革和文化事業(yè)建設(shè)的政策環(huán)境下，不少學(xué)者對文化消費(fèi)的影響因素進(jìn)行了研究，大多都?xì)w結(jié)為宏觀和微觀兩個(gè)層面：宏觀層面為社會(huì)保障水平、城鄉(xiāng)差距和國家政策等；微觀層面為收入、年齡、婚姻和受教育水平等。金融素養(yǎng)作為一項(xiàng)重要的人力資本，在消費(fèi)決策過程中所扮演的角色也越來越重要，金融素養(yǎng)是否會(huì)影響文化消費(fèi)以及金融素養(yǎng)與文化消費(fèi)之間存在怎樣的作用機(jī)制？這一問題值得國家政府當(dāng)局和學(xué)術(shù)界重點(diǎn)關(guān)注。

針對我國家庭文化消費(fèi)發(fā)展中存在的問題和我國居民金融素養(yǎng)不高的現(xiàn)狀，本文從居民金融素養(yǎng)角度探究其對家庭文化消費(fèi)的影響機(jī)制，并試圖實(shí)現(xiàn)以下創(chuàng)新。首先，從研究的角度來看，現(xiàn)有關(guān)于家庭文化消費(fèi)的研究都沒有從金融素養(yǎng)的角度進(jìn)行，而實(shí)際上金融素養(yǎng)可能與家庭文化消費(fèi)行為存在密切聯(lián)系。其次，從研究的內(nèi)容來看，本文利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用Tobit模型對金融素養(yǎng)與家庭文化消費(fèi)的作用機(jī)制進(jìn)行了實(shí)證研究。同時(shí)，還分析了不同地區(qū)家庭文化消費(fèi)的異質(zhì)性，這是現(xiàn)有相關(guān)研究無法實(shí)現(xiàn)的。最后，從指標(biāo)的衡量來看，本文采用主成分分析法衡量金融素養(yǎng)時(shí)將其分為知識(shí)型金融素養(yǎng)和技能型金融素養(yǎng)，使得金融素養(yǎng)的衡量更加全面綜合，這也是本文對這一研究領(lǐng)域可能的貢獻(xiàn)。

一、文獻(xiàn)綜述

本文從文化消費(fèi)相關(guān)研究和金融素養(yǎng)相關(guān)研究這兩個(gè)方面出發(fā)對以往相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理。

（一）文化消費(fèi)相關(guān)研究

文化消費(fèi)是指人們采取不同的方式消費(fèi)精神文化產(chǎn)品和服務(wù)進(jìn)而來滿足自己的精神文化生活的行為。文化消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究可以追溯到十九世紀(jì)，Veblen（1899）提出文化消費(fèi)是一種“炫耀性消費(fèi)”，并認(rèn)可了文化消費(fèi)與收入之間的正相關(guān)關(guān)系。之后，學(xué)者們對文化消費(fèi)在經(jīng)濟(jì)社會(huì)中的作用展開了大量研究，發(fā)現(xiàn)文化消費(fèi)不僅能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展“量”的增長，而且對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展“質(zhì)”的提升也起著非常重要的作用（Einar Bowitz，2008；任文龍，2019）。因此，為了發(fā)揮文化消費(fèi)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，必須弄清文化消費(fèi)增長的影響因素。

首先，學(xué)者們從居民收入水平和文化消費(fèi)的關(guān)系展開了研究，其普遍認(rèn)為居民的收入水平和文化消費(fèi)支出呈正相關(guān)關(guān)系（Cameron，1990；劉婷婷，2020），無論是消費(fèi)還是文化消費(fèi)，收入都是最關(guān)鍵的影響因素。收入水平的提高不僅可以增加個(gè)人的可支配收入并且可以改善人們的消費(fèi)習(xí)慣，進(jìn)而使更多的物質(zhì)性消費(fèi)轉(zhuǎn)向精神性文化消費(fèi)（高莉莉、顧江，2014）。因此，文化消費(fèi)的發(fā)展對收入的敏感性很強(qiáng)，居民穩(wěn)定的收入增長可以促進(jìn)文化消費(fèi)的發(fā)展，而且還可以優(yōu)化文化消費(fèi)的結(jié)構(gòu)。

此外，也有許多學(xué)者從不同的因素和不同的角度對文化消費(fèi)的影響因素進(jìn)行了研究：文化消費(fèi)者自身的影響、個(gè)人因素和社會(huì)因素等層面均會(huì)對文化消費(fèi)產(chǎn)生重要的影響。一般來說，教育會(huì)通過人力資本傳導(dǎo)機(jī)制與收入分配間發(fā)生聯(lián)系，即居民的受教育程度越高，收入水平越高，文化消費(fèi)能力越強(qiáng)（楊俊，2008），但張?zhí)K秋等（2015）通過門限回歸研究發(fā)現(xiàn)居民的教育支出對文化消費(fèi)在一定門檻條件下存在著不同的溢出效應(yīng)，在門檻的限制以上,教育支出才會(huì)對文化消費(fèi)產(chǎn)生正的外部性。由于地理環(huán)境和政策傾向的原因，我國東部地區(qū)和中西部地區(qū)一直以來都存在著很大的差距，文化消費(fèi)也不例外，研究發(fā)現(xiàn)中西部地區(qū)農(nóng)村居民文化消費(fèi)比東部地區(qū)居民更多地受消費(fèi)習(xí)慣的影響（陸立新，2009）。部分學(xué)者還分析了城市居民戶籍差異、政府公共文化支出等因素對文化消費(fèi)的影響。

（二）金融素養(yǎng)相關(guān)研究

隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和科學(xué)技術(shù)的進(jìn)步，金融素養(yǎng)作為一種重要的人力資本（Delavande，2008），其在經(jīng)濟(jì)社會(huì)中的重要作用越來越成為人們關(guān)注的重點(diǎn)。然而，研究顯示（Lusardi，2008；尹志超，2015；吳衛(wèi)星，2018），就整體而言，世界各國居民的金融素養(yǎng)水平都比較低下，缺乏基本的金融知識(shí)。關(guān)于金融素養(yǎng)的重要作用，主要表現(xiàn)在其對家庭層面和社會(huì)層面的影響。家庭層面主要表現(xiàn)在兩個(gè)方面：第一，金融素養(yǎng)水平提升可以改善家庭借款渠道偏好并提高家庭正規(guī)信貸需求，引導(dǎo)居民通過銀行等正規(guī)渠道負(fù)債，抑制過度負(fù)債（宋全云，2017；吳衛(wèi)星，2018）；與此同時(shí)，正規(guī)信貸可得性的提高通過改善家庭的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度來降低金融約束對創(chuàng)業(yè)精神的抑制作用，提高家庭創(chuàng)業(yè)意愿（尹志超，2015）。第二，家庭金融素養(yǎng)水平在很大程度上會(huì)影響家庭資產(chǎn)的選擇和理財(cái)規(guī)劃。金融知識(shí)的普及會(huì)推動(dòng)家庭參與金融市場、購買風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)，并制定健全的金融規(guī)劃，有助于家庭在金融市場上盈利（尹志超，2014；胡振，2017）。社會(huì)層面表現(xiàn)在金融素養(yǎng)能夠減緩城市貧困、推動(dòng)商業(yè)保險(xiǎn)發(fā)展和激發(fā)小微企業(yè)的創(chuàng)新活力（單德朋，2019；秦芳，2016；黃宇虹，2019）三個(gè)方面。

通過對國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)的梳理，可以發(fā)現(xiàn)研究金融素養(yǎng)與家庭文化消費(fèi)關(guān)系的文獻(xiàn)較少?；诖?，本文借鑒金融素養(yǎng)和文化消費(fèi)領(lǐng)域已有的相關(guān)研究，試圖去探討金融素養(yǎng)與家庭文化消費(fèi)之間的作用機(jī)制。

二、研究假設(shè)的提出

（一）金融素養(yǎng)與家庭文化消費(fèi)

綜合來看，金融素養(yǎng)可能主要通過兩條路徑來影響家庭文化消費(fèi)。

首先，收入水平在金融素養(yǎng)對文化消費(fèi)能力影響中起了間接的作用。金融素養(yǎng)是對金融知識(shí)和產(chǎn)品的使用能力的體現(xiàn)，其有助于消費(fèi)者識(shí)別投資機(jī)會(huì)（Clark等，2017；何昇軒，2020）。一方面，居民擁有越高的金融素養(yǎng)，往往會(huì)合理利用各種金融信息和知識(shí)將資產(chǎn)配置到股票等風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)上，做出更優(yōu)的金融決策以提高居民家庭總收入水平，實(shí)現(xiàn)財(cái)富積累，并提升收入穩(wěn)健性。與此同時(shí)，金融知識(shí)水平高的家庭可能會(huì)為退休做好計(jì)劃，因此他們比金融素養(yǎng)水平低的家庭積累了更多的財(cái)富（Lusardi & Mitchell，2007；單德朋，2019；陶維榮，2021）。另一方面，金融知識(shí)越少的人可能越偏好風(fēng)險(xiǎn)，而風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度與人們的投資決策密切相關(guān)。金融知識(shí)的缺乏會(huì)導(dǎo)致投資者的過度自信，盲目的自信會(huì)使市場參與者進(jìn)行過多交易，購買更多的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)等或者使一些本來不會(huì)參與市場的投資者進(jìn)入市場，從而由于投資不當(dāng)造成家庭財(cái)富的流失（吳衛(wèi)星等，2006）。

其次，金融素養(yǎng)水平的提升會(huì)影響居民的文化消費(fèi)意愿（劉敏，2014）。一方面，文化消費(fèi)能力是文化消費(fèi)的物質(zhì)保障。上文也提到，金融素養(yǎng)與家庭收入水平之間存在著正相關(guān)關(guān)系，因此金融素養(yǎng)水平的提升會(huì)影響居民的文化消費(fèi)意愿。另一方面，居民在提高金融水平時(shí)會(huì)接受大量的教育培訓(xùn)，其受教育水平也會(huì)隨之提高。隨著受教育水平的提高，居民的消費(fèi)觀念也會(huì)為之改變，從僅僅簡單地追求物質(zhì)性消費(fèi)而更多轉(zhuǎn)向精神性消費(fèi)，因此可能會(huì)對居民文化消費(fèi)意愿產(chǎn)生一定的影響。綜上對可能存在的兩條路徑的分析，提出假設(shè)H1。

H1：金融素養(yǎng)與居民文化消費(fèi)存在正相關(guān)關(guān)系，金融素養(yǎng)的提高會(huì)顯著促進(jìn)居民文化消費(fèi)水平的提升。

（二）不同地區(qū)金融素養(yǎng)對家庭文化消費(fèi)的影響差異

自十九大鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略實(shí)施以來，我國城鄉(xiāng)在教育、醫(yī)療、住房、社會(huì)保障、土地、基礎(chǔ)設(shè)施等方面的差距進(jìn)一步縮小，農(nóng)村經(jīng)濟(jì)得到了極大地發(fā)展，但兩者之間仍存在較大實(shí)際差距。截至2018年,城鎮(zhèn)居民可支配收入是農(nóng)村居民可支配收入的2.88倍，并且城鎮(zhèn)居民在文化娛樂等方面的消費(fèi)是農(nóng)村居民該方面消費(fèi)的5倍左右，究其原因是農(nóng)村居民的日常消費(fèi)支出在可支配收入中所占的比重較大。另一方面，城鎮(zhèn)居民的教育資源較好，其本身就具備一定的金融知識(shí)，而農(nóng)村居民的受教育水平較差，金融素養(yǎng)水平普遍較低。因此，提出假設(shè)H2。

H2：金融素養(yǎng)對城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭的文化消費(fèi)影響存在較大的差異，其對農(nóng)村家庭文化消費(fèi)水平的提升作用更大。

改革開放以來，我國實(shí)行非均衡區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略，即梯度推移戰(zhàn)略，先發(fā)展東部沿海城市，再發(fā)展中部，最后發(fā)展西部。這一發(fā)展戰(zhàn)略使區(qū)域差距不斷擴(kuò)大，東部地區(qū)在生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、居民收入水平、城市化水平等方面遠(yuǎn)遠(yuǎn)領(lǐng)先于中西部地區(qū)，這些因素嚴(yán)重制約了中西部地區(qū)文化消費(fèi)水平的發(fā)展。東部地區(qū)家庭已具備一定的金融知識(shí)水平，并且文化消費(fèi)的意愿較強(qiáng)，金融素養(yǎng)水平的提升可能對文化消費(fèi)的刺激作用較弱。由此提出假設(shè)H3。

H3：金融素養(yǎng)水平的提高對我國東部地區(qū)家庭文化消費(fèi)水平影響不大，但卻會(huì)顯著促進(jìn)中西部地區(qū)家庭文化消費(fèi)水平的提高。

三、金融素養(yǎng)影響家庭文化消費(fèi)的模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源和說明

本文所用數(shù)據(jù)為中國家庭追蹤調(diào)查（China Family Panel Studies，CFPS）的數(shù)據(jù)庫，由于CFPS（2014年）的數(shù)據(jù)庫W部分為金融知識(shí)模塊，便于衡量本文的變量，而后幾年的數(shù)據(jù)庫均取消了此模塊，因此本文選擇了CFPS（2014年）的數(shù)據(jù)庫。CFPS作為一項(xiàng)社會(huì)跟蹤調(diào)查項(xiàng)目，具有全國性、大規(guī)模、多學(xué)科的特點(diǎn)。CFPS數(shù)據(jù)庫的樣本覆蓋了全國的25個(gè)?。ǔ齼?nèi)蒙古、青海、寧夏、新疆、西藏以外），目標(biāo)樣本量為16000戶，這一調(diào)查為本文探究金融素養(yǎng)對文化消費(fèi)的影響機(jī)制提供了微觀數(shù)據(jù)。

CFPS調(diào)查問卷共有四種主體問卷類型，本文主要使用家庭和成人兩種問卷的信息，將成人問卷中所需信息根據(jù)家庭代碼與家庭問卷進(jìn)行匹配，由于本文考察的是金融素養(yǎng)，所以沒有使用少兒問卷。在剔除了核心變量數(shù)據(jù)的缺失值后，本文最終得到了2344戶家庭樣本的數(shù)據(jù)。

（二）模型設(shè)定

在樣本家庭中，許多家庭的文化娛樂支出項(xiàng)為0，如果單純的使用最小二乘法進(jìn)行多元OLS模型估計(jì)的結(jié)果會(huì)產(chǎn)生較大的偏差，所以本文采取Tobit模型估計(jì)金融素養(yǎng)對文化消費(fèi)的影響，基本模型設(shè)定如下：

式（1）為截取的Tobit模型，誤差項(xiàng) 獨(dú)立且服從正態(tài)分布；其中，表示家庭i的文化消費(fèi)，表示家庭文化消費(fèi)大于0的部分。FK表示金融素養(yǎng)，X表示控制變量。

（三）變量說明與描述

1.被解釋變量

被解釋變量為文化消費(fèi)（CC）,文化消費(fèi)是指用文化產(chǎn)品或服務(wù)來滿足人們精神需求的一種消費(fèi)，其內(nèi)容十分廣泛，主要包括教育、文化娛樂、體育健身、旅游觀光等方面。本文參考曾燕萍等（2020）學(xué)者的做法，在CFPS數(shù)據(jù)庫中選取家庭文化娛樂支出、家庭純收入和家庭總支出的數(shù)據(jù)，以家庭文化娛樂支出占家庭純收入的比例CC1和文化娛樂支出占家庭總支出的比例CC2作為文化消費(fèi)的代理變量，進(jìn)行基準(zhǔn)回歸。

2.核心解釋變量

核心解釋變量金融素養(yǎng)（F K）。OECD INFE（2011）提出：金融素養(yǎng)是做出合理金融決策并最終實(shí)現(xiàn)金融福利的必要意識(shí)、知識(shí)、技術(shù)、態(tài)度和行為的結(jié)合。在以往文獻(xiàn)中學(xué)者們大多都采用直接測定法和間接替代法來衡量金融素養(yǎng)；在間接替代法中，經(jīng)常采用金融教育或在崗培訓(xùn)變量作為金融素養(yǎng)的工具變量，但其缺陷也比較明顯；在直接測定法中，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要采取得分加總法或因子分析法來衡量金融素養(yǎng)指標(biāo)，其更具嚴(yán)謹(jǐn)性。因此，本文將金融素養(yǎng)分為知識(shí)型金融素養(yǎng)和技能型金融素養(yǎng)，分別記為FK1和FK2，具體關(guān)于構(gòu)造金融素養(yǎng)的問卷問題及得分處理方法見表1。

表1 金融素養(yǎng)指標(biāo)的相關(guān)問題及得分處理

表2統(tǒng)計(jì)了家庭知識(shí)型金融素養(yǎng)的基本情況，表中數(shù)據(jù)是對知識(shí)型金融題目回答正確與否的統(tǒng)計(jì)，總共有四道題目，全部答錯(cuò)的占24%，全部答對4道題目的僅僅只有1.5%，而正確回答題目低于2道的高達(dá)60.9%；本文對技能型金融素養(yǎng)題目的答案也進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)，將選項(xiàng)比較符合和完全符合記為正確，發(fā)現(xiàn)只有10戶家庭全部答對。由此可見，我國家庭的金融素養(yǎng)水平還普遍較低，有待進(jìn)一步提高。

表2 知識(shí)型金融素養(yǎng)基本情況

本文借鑒尹志超等（2014）學(xué)者的做法，用主成分分析法來構(gòu)建金融素養(yǎng)指標(biāo)。本文采取主成分分析法提取公因子，知識(shí)型金融素養(yǎng)抽取2個(gè)主成分，技能型金融素養(yǎng)抽取4個(gè)主成分，所能解釋原變量的方差累計(jì)都達(dá)到60%以上。主成分分析法下數(shù)據(jù)檢驗(yàn)情況如表3所示。

表3 KMO和巴特利特檢驗(yàn)結(jié)果

由于檢驗(yàn)P值為0.000，說明數(shù)據(jù)通過了巴特利特球形度檢驗(yàn)；KMO取樣適切量數(shù)均大于0.60，證明數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。

主成分方差貢獻(xiàn)率分布如表4、表5所示。

表4 FK1主成分方差貢獻(xiàn)率分布

表5 FK2主成分方差貢獻(xiàn)率分布

由現(xiàn)有有關(guān)金融素養(yǎng)的研究可知，公共因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到60%以上就可以涵蓋大部分信息。由表4可知，2個(gè)成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率為65.230%；由表5可知，4個(gè)成分的累計(jì)貢獻(xiàn)率為64.030%。由此可知，F(xiàn)K1和FK2提取的因子都可反映大部分的信息。在計(jì)算因子得分時(shí)，本文用各因子與對應(yīng)的方差貢獻(xiàn)率乘積之和再除以累計(jì)貢獻(xiàn)率得到，得到FK1和FK2的綜合因子得分，詳見表6。

表6 金融素養(yǎng)綜合因子得分統(tǒng)計(jì)

3.控制變量

除了上面的變量以外，本文還包括一系列可能影響家庭文化消費(fèi)的控制變量，具體是家庭特征變量（人均純收入和人均金融資產(chǎn)）和個(gè)人特征變量（性別、年齡、婚姻狀態(tài)、學(xué)歷和戶口類型），具體見表7。

表7 控制變量說明

（四）描述統(tǒng)計(jì)分析

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表8所示。從結(jié)果中我們可以得知樣本家庭中家庭文娛支出占家庭純收入的比例為6.05%、占家庭總支出的比例為0.46%，所占比重均較小，可見文化消費(fèi)水平還比較低下。所調(diào)查對象中，男性和女性的比例基本上持平，男性大約占49%，女性大約占51%；平均年齡為48歲左右，整體年齡水平適中，比較適合本文的研究內(nèi)容；其中有34.08%的對象已婚，僅僅只有35%左右的對象獲得了高中以上學(xué)歷，整體受教育程度偏低，78%的對象為非農(nóng)業(yè)戶口。

表8 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

注：樣本觀測值為2344個(gè)。

四、金融素養(yǎng)影響家庭文化消費(fèi)的實(shí)證模型分析

（一）基準(zhǔn)模型結(jié)果

首先使用金融素養(yǎng)水平變量對家庭的文化消費(fèi)變量進(jìn)行基準(zhǔn)回歸。Tobit模型的4種估計(jì)結(jié)果如表9所示：第（1）列和第（2）列是文娛支出占家庭純收入比對知識(shí)型金融素養(yǎng)的回歸；第（3）列和第（4）列是文娛支出占家庭純收入比對技能型金融素養(yǎng)的回歸；第（5）列和第（6）列是文娛支出占家庭總支出比對知識(shí)型金融素養(yǎng)的回歸；第（7）列和第（8）列是文娛支出占家庭總支出比對技能型型金融素養(yǎng)的回歸。

從表9第1-4列可以看出，在加入控制變量后，知識(shí)型金融素養(yǎng)和技能型金融素養(yǎng)邊際效應(yīng)系數(shù)在5%的水平上顯著，說明金融素養(yǎng)能夠促進(jìn)中國家庭的文化消費(fèi)；從表9第5-8列可以發(fā)現(xiàn)，同樣在加入控制變量后，知識(shí)型金融素養(yǎng)和技能型金融素養(yǎng)邊際效應(yīng)系數(shù)在5%水平上顯著，再次表明了居民金融素養(yǎng)的提升可以帶動(dòng)我國的文化消費(fèi)水平?？赡艿脑蛴校旱谝?，近些年來我國金融市場蓬勃發(fā)展，人們開始通過購買一些金融產(chǎn)品來進(jìn)行理財(cái)規(guī)劃，不再僅僅是將存款放在銀行里賺取利息。并且隨著人們金融素養(yǎng)水平的逐漸提升，有效地防止了金融詐騙并促進(jìn)了我國居民的借貸行為，進(jìn)而使人們的資產(chǎn)大幅度的升值，有效提高了居民的文化消費(fèi)能力。第二，隨著我國經(jīng)濟(jì)水平和人民生活水平的提升，人們開始追求精神消費(fèi)而不僅僅是簡單的物質(zhì)消費(fèi)，這又提升了我國居民的文化消費(fèi)意愿。綜合以上兩點(diǎn)，金融素養(yǎng)水平的提升在很大程度上刺激了我國居民的文化消費(fèi)水平?？梢姡荒芫芙^本文的研究假設(shè)H1：金融素養(yǎng)與居民文化消費(fèi)存在正相關(guān)關(guān)系，金融素養(yǎng)的提高會(huì)顯著促進(jìn)居民文化消費(fèi)水平的提升。

表9 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

家庭層面控制變量中，家庭人均純收入對數(shù)lnincome的邊際效應(yīng)系數(shù)在CC1和CC2回歸中是不同的。在CC1回歸中，系數(shù)為負(fù)，這可能是因?yàn)楸唤忉屪兞渴菉蕵分С雠c家庭純收入的比值，所以家庭人均純收入的增加對被解釋變量的影響是有偏差的；在CC2中邊際效應(yīng)系數(shù)為正，說明人均純收入的增加可以帶動(dòng)文化消費(fèi)。家庭金融資產(chǎn)lnasset的系數(shù)在1%的水平上全都顯著為正，說明家庭擁有較多的金融資產(chǎn)可以促進(jìn)文化消費(fèi)水平的提升，因?yàn)檩^多的金融資產(chǎn)可能會(huì)給居民帶來較高的收益，進(jìn)而提高其文化消費(fèi)支出。

個(gè)人層面控制變量中，性別sex變量在CC1和CC2回歸中邊際效應(yīng)系數(shù)均不顯著，可知性別對居民的文化消費(fèi)并沒有特別明顯的影響。年齡age變量在回歸中系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，而年齡的平方項(xiàng)顯著為正，說明年齡與文化消費(fèi)之間呈U型關(guān)系；這是因?yàn)槟挲g較小的居民文化消費(fèi)需求效應(yīng)較高，有助于提高家庭的文化消費(fèi)；而當(dāng)居民步入中年后，其把大部分精力放在家庭和孩子身上時(shí)文化消費(fèi)水平可能有所下降；但隨著居民年齡的增大和家庭的逐漸穩(wěn)定，居民的文化消費(fèi)能力和文化消費(fèi)需求也會(huì)有大幅的提升?；橐鰻顟B(tài)marriage變量的系數(shù)都顯著為負(fù)，說明婚姻狀態(tài)對文化消費(fèi)的影響為負(fù)向。戶口類型urban這一變量的系數(shù)不都顯著且顯著性水平不高，說明城鎮(zhèn)戶口在一定程度上可以促進(jìn)文化消費(fèi)，但作用微乎其微。這是因?yàn)橹拔覈青l(xiāng)差距較大，城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的收入水平、受教育程度、消費(fèi)觀念都存在著較大的差距，但隨著我國全面小康目標(biāo)和鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的持續(xù)推進(jìn)，再加上農(nóng)村人口大規(guī)模的流動(dòng)，這一現(xiàn)象早已得到了改善。

（二）內(nèi)生性問題處理

由上文可知，金融素養(yǎng)對家庭文化消費(fèi)存在顯著的正向影響，反過來居民文化消費(fèi)水平提高可能也會(huì)促進(jìn)其金融素養(yǎng)水平的提升，因此本文可能存在反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。因此，本文借鑒尹志超（2014）的做法，采用父母的最高學(xué)歷水平變量作為工具變量來解決可能存在的內(nèi)生性問題。選取該變量的原因是父母的最高學(xué)歷水平不會(huì)受到該受訪者的影響，但受訪者卻可能會(huì)因?yàn)楦改傅挠绊懚W(xué)習(xí)金融知識(shí)。本文將CFPS 問卷中父母的學(xué)歷水平依次賦值為5、4、3、2、1，與之相對應(yīng)的學(xué)歷水平分別為大學(xué)本科及以上、高中/大專、初中、小學(xué)、文盲/半文盲。表10匯報(bào)了將父母的學(xué)歷水平作為工具變量的一階段回歸結(jié)果。

由表10的回歸結(jié)果可知，父母最高學(xué)歷水平能夠?qū)κ茉L者金融素養(yǎng)產(chǎn)生顯著的正向影響并對內(nèi)生性問題有所緩解，這也驗(yàn)證了使用父母的最高學(xué)歷水平作為工具變量的合理性。此外，由回歸結(jié)果可知，金融素養(yǎng)工具變量在統(tǒng)計(jì)上非常顯著，而且回歸結(jié)果的F統(tǒng)計(jì)值也高于弱工具變量的臨界值。

IV-Tobit第二階段回歸結(jié)果見表11，其中模型（1）-（2）為內(nèi)生變量為知識(shí)型金融素養(yǎng)的回歸，模型（3）-（4）為內(nèi)生變量為技能型金融素養(yǎng)的回歸。二階段回歸結(jié)果表明，金融素養(yǎng)對文化消費(fèi)的邊際效應(yīng)系數(shù)依然非常顯著，且都通過了Wald內(nèi)生性檢驗(yàn)。從總體上來看引入工具變量后的模型估計(jì)結(jié)果與之前的模型估計(jì)結(jié)果沒有什么顯著差別，這說明提升金融素養(yǎng)是促進(jìn)居民文化消費(fèi)的有力措施。

表11 工具變量第二階段回歸

注：括號中數(shù)字為t值；★、★★、★★★分別表示結(jié)果在10%、5%、1%水平上顯著。

（三）異質(zhì)性分析

1.城鎮(zhèn)家庭與農(nóng)村家庭文化消費(fèi)異質(zhì)性

長期以來，城鎮(zhèn)和農(nóng)村在各個(gè)方面都存在著很大差距，城鎮(zhèn)地區(qū)在教育、醫(yī)療、住房、社會(huì)保障、土地、基礎(chǔ)設(shè)施等方面受到了明顯的政策照顧，雖然近些年來國家開始越來越重視農(nóng)村的發(fā)展，但兩者還是存在著一定的差距。為了研究金融素養(yǎng)對城鄉(xiāng)文化消費(fèi)的影響是否存在異質(zhì)性，本文將家庭按戶籍性質(zhì)分為城市家庭和農(nóng)村家庭，進(jìn)一步分析金融素養(yǎng)對城鎮(zhèn)家庭文化消費(fèi)和農(nóng)村家庭文化消費(fèi)影響的異質(zhì)性。

由表12可知，在農(nóng)村家庭樣本中，金融素養(yǎng)在影響文娛支出占家庭純收入比CC1和文娛支出占家庭總支出比CC2的回歸中邊際效應(yīng)系數(shù)均在10%的水平上顯著；而對城鎮(zhèn)家庭樣本來說，金融素養(yǎng)在影響文娛支出占家庭純收入比CC1和文娛支出占家庭總支出比CC2的回歸中邊際效應(yīng)系數(shù)大部分都不顯著，且顯著性水平不高，而且其均明顯小于農(nóng)村家庭樣本回歸中的系數(shù)。由此可見，金融素養(yǎng)的提高能夠比較有效地提升農(nóng)村家庭的文化消費(fèi)水平，但對城鎮(zhèn)家庭的刺激作用微弱，說明金融素養(yǎng)對城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭的文化消費(fèi)影響存在較大的差異?？梢姡貧w結(jié)果驗(yàn)證了本文的假設(shè)H2：金融素養(yǎng)對城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭的文化消費(fèi)影響存在較大的差異，其對農(nóng)村家庭文化消費(fèi)水平的提升作用更大。

表12 城鎮(zhèn)與農(nóng)村文化消費(fèi)異質(zhì)性

控制變量中，城鎮(zhèn)家庭的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本上一致，沒有什么出入。而對農(nóng)村家庭來說，教育水平的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明居民的文化消費(fèi)觀念是主要的影響因素。這一結(jié)論表明了即使是農(nóng)村家庭，只要具備一定的經(jīng)濟(jì)條件，接受過良好的教育的農(nóng)村居民對于文化消費(fèi)的意愿是非常強(qiáng)烈的，也有助于促進(jìn)文化消費(fèi)支出。

2.東部、中西部地區(qū)文化消費(fèi)異質(zhì)性

改革開放以來，我國沿海地區(qū)的東部省份利用得天獨(dú)厚的區(qū)位優(yōu)勢和國家優(yōu)惠政策，使得經(jīng)濟(jì)得到了迅猛的發(fā)展，從而導(dǎo)致了中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不平衡，這在很大程度上制約了我國經(jīng)濟(jì)的持續(xù)健康發(fā)展。張國清等（2018）指出區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展是開啟全面建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化國家新征程的艱巨任務(wù), 而東西部協(xié)調(diào)發(fā)展又是區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的重要內(nèi)容之一。自從2001年國家開始實(shí)施西部大開發(fā)戰(zhàn)略之后，西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)也因一系列向西部地區(qū)傾斜的優(yōu)惠政策得到空前發(fā)展。但就我國總體情況而言，東西部經(jīng)濟(jì)絕對差異仍在持續(xù)擴(kuò)大?；诖耍疚膶⒅袊鴦澐譃闁|部地區(qū)和中西部地區(qū)①東部地區(qū)包括11個(gè)省級行政區(qū)：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南。中西部地區(qū)包括20個(gè)省級行政區(qū)：四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古、山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南。，分析研究金融素養(yǎng)對東部地區(qū)和中西部地區(qū)居民文化消費(fèi)影響是否存在異質(zhì)性這一問題。

由表13可知，在中西部地區(qū)樣本中，金融素養(yǎng)在影響文娛支出占家庭純收入比CC1和文娛支出占家庭總支出比CC2的回歸中邊際效應(yīng)系數(shù)均比較顯著。但是對于東部地區(qū)家庭，金融素養(yǎng)的邊際效應(yīng)系數(shù)都不顯著。這表明金融素養(yǎng)是中西部地區(qū)家庭文化消費(fèi)水平提升的重要因素，而對于東部地區(qū)家庭來說，他們已經(jīng)具備了一定的金融素養(yǎng)水平，所以金融素養(yǎng)對東部地區(qū)家庭文化消費(fèi)的刺激作用較弱?？梢?，上述的實(shí)證研究證據(jù)不能拒絕本文的假設(shè)H3，即金融素養(yǎng)水平的提高對我國東部地區(qū)家庭文化消費(fèi)水平影響不大，但卻會(huì)顯著促進(jìn)中西部地區(qū)家庭文化消費(fèi)水平的提高?？刂谱兞恐?，東部地區(qū)家庭的收入水平的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著，說明東部地區(qū)家庭文化消費(fèi)提升的有效手段是提高居民的收入水平，這一結(jié)果驗(yàn)證了雷五明（1993）的結(jié)論，而其余控制變量的回歸結(jié)果都與基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果大致一樣。

表13 東部、中西部地區(qū)文化消費(fèi)異質(zhì)性

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.更換文化消費(fèi)測算方式的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

文化消費(fèi)可以分為文化娛樂支出和教育培訓(xùn)支出，但本文僅使用文化娛樂支出進(jìn)行了基準(zhǔn)回歸。因此為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，進(jìn)一步使用文教娛樂支出和教育培訓(xùn)支出對金融素養(yǎng)變量進(jìn)行回歸。使用文教娛樂支出占家庭純收入比、文教娛樂支出占家庭總支出比、教育培訓(xùn)支出占家庭純收入比和教育培訓(xùn)支出占家庭總支出比分別作為被解釋變量進(jìn)行回歸，估計(jì)方法與上述一致。

表14第（1）-（4）列報(bào)告了文教娛樂支出對金融素養(yǎng)的Tobit估計(jì)結(jié)果，可以看出知識(shí)型金融素養(yǎng)和技能型金融素養(yǎng)的系數(shù)全部都顯著為正，說明金融素養(yǎng)的提升對文教娛樂支出也有著明顯的促進(jìn)作用。而且其余的控制變量基本上與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果一致，這一現(xiàn)象表明上述基準(zhǔn)回歸具有穩(wěn)健性。

表14第（5）-（6）列報(bào)告了教育培訓(xùn)支出對金融素養(yǎng)的Tobit估計(jì)結(jié)果，知識(shí)型金融素養(yǎng)的邊際效應(yīng)系數(shù)顯著，而技能型金融素養(yǎng)的邊際效應(yīng)系數(shù)不顯著，其余控制變量也表現(xiàn)出同樣的現(xiàn)象，說明用教育培訓(xùn)支出來做回歸并不合理，這也反映出了本文選擇文化娛樂支出進(jìn)行基準(zhǔn)回歸的合理性。

表14 文教娛樂和教育培訓(xùn)支出的檢驗(yàn)

2.更換金融素養(yǎng)測算方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文參照鞏艷紅等（2020）的做法，把知識(shí)型金融素養(yǎng)題目回答正確的記為1分，回答錯(cuò)誤為0分，技能型金融素養(yǎng)的題目按選項(xiàng)進(jìn)行記分，最后進(jìn)行簡單的加總，分別作為知識(shí)型金融素養(yǎng)和技能型金融素養(yǎng)。由表15的回歸結(jié)果可知，用直接加總法得到的金融素養(yǎng)得分對家庭文化消費(fèi)行為的影響是顯著的，結(jié)果較為穩(wěn)健。

表15 簡單加總的金融素養(yǎng)對文化消費(fèi)影響的回歸

可見，在使用更換關(guān)鍵變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)之后，回歸結(jié)果較為穩(wěn)健，仍不能拒絕上文的假設(shè)H1。

（五）進(jìn)一步分析

上文就金融素養(yǎng)對家庭文化消費(fèi)的影響作出分析，研究發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)可能主要會(huì)通過兩條路徑來影響家庭文化消費(fèi)，一是收入水平，二是文化消費(fèi)意愿。居民金融素養(yǎng)的提升可能會(huì)促使家庭合理的配置資產(chǎn)并實(shí)現(xiàn)收益，實(shí)現(xiàn)財(cái)富積累從而促進(jìn)家庭收入水平的提升，那么家庭的收入水平是否在金融素養(yǎng)與家庭文化消費(fèi)之間存在中介效應(yīng)，下面將通過中介效應(yīng)模型來驗(yàn)證這一影響機(jī)制，家庭收入水平用家庭人均純收入的對數(shù)來衡量。參考溫忠麟等（2014）的方法，設(shè)定中介效應(yīng)模型設(shè)定如下：

模型（2）、（3）和（4）都是Tobit模型。第一步先對模型（2）進(jìn)行估計(jì)，來檢驗(yàn)金融素養(yǎng)對家庭文化消費(fèi)的影響是否顯著。第二步對模型（3）進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)金融素養(yǎng)對中介變量是否存在作用。第三步對模型（4）進(jìn)行估計(jì)，如果存在中介效應(yīng)，則估計(jì)結(jié)果中和這兩個(gè)系數(shù)應(yīng)該都顯著，且相比的系數(shù)值應(yīng)有所減小。如果中介變量發(fā)揮了完全中介作用，則系數(shù)應(yīng)不顯著，但系數(shù)顯著。

表16為家庭收入水平是否為金融素養(yǎng)作用于家庭文化消費(fèi)的中介變量的估計(jì)結(jié)果。第（1）、（2）列中金融素養(yǎng)對家庭文化消費(fèi)影響的邊際效應(yīng)系數(shù)在1%水平上顯著，說明居民金融素養(yǎng)提高促進(jìn)了家庭文化消費(fèi)。由第（4）、（5）列可知，將家庭收入水平這個(gè)變量納入后，金融素養(yǎng)對家庭文化消費(fèi)的邊際效應(yīng)系數(shù)與第（1）、（2）列相比明顯下降，且在5%水平下顯著。這說明，家庭收入水平是居民金融素養(yǎng)作用于家庭文化消費(fèi)的中介變量，且其承擔(dān)的是部分中介作用。

表16 中介效應(yīng)分析

結(jié)合上面的回歸分析結(jié)果可證明，家庭收入水平在居民金融素養(yǎng)和家庭文化消費(fèi)之間起到部分中介的作用，即居民金融素養(yǎng)的提升既可以直接促進(jìn)家庭文化消費(fèi)水平的提高，也可以間接通過提升家庭收入水平來提升家庭文化消費(fèi)水平。

五、結(jié)論和政策建議

本文基于中國家庭追蹤調(diào)查（CFPS）2014年的家庭經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，利用Tobit模型實(shí)證分析了金融素養(yǎng)對家庭文化消費(fèi)的影響并采取工具變量法對可能存在的內(nèi)生性問題進(jìn)行了處理，進(jìn)一步對這一影響在城鎮(zhèn)和農(nóng)村家庭、東部和中西部地區(qū)的異質(zhì)性進(jìn)行了分析，最后進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)和中介效應(yīng)分析。本文得到的主要結(jié)論包括：

1.知識(shí)型金融素養(yǎng)和技能型金融素養(yǎng)的邊際效應(yīng)系數(shù)均顯著為正，說明居民金融素養(yǎng)水平的提升有助于刺激家庭的文化消費(fèi)支出。控制變量中，人均純收入和受教育水平的提高可以有效地促進(jìn)我國居民的文化消費(fèi)水平。

2.根據(jù)城鎮(zhèn)家庭和農(nóng)村家庭的異質(zhì)性分析可以發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)的提高能夠比較有效地提升農(nóng)村家庭的文化消費(fèi)水平，但對城鎮(zhèn)家庭的刺激作用微弱；對農(nóng)村家庭來說居民的文化消費(fèi)觀念是文化消費(fèi)水平提升主要的影響因素。根據(jù)東部和中西部地區(qū)家庭的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)金融素養(yǎng)是中西部地區(qū)家庭文化消費(fèi)水平提升的重要因素，而對于東部地區(qū)家庭的刺激作用較弱；東部地區(qū)家庭文化消費(fèi)提升的有效手段是提高居民的收入水平。

3.本文首先使用更換文化消費(fèi)測算方式的方法，進(jìn)一步使用文教娛樂支出對金融素養(yǎng)變量進(jìn)行回歸，得到的回歸結(jié)果和基準(zhǔn)回歸的結(jié)果大致一樣，結(jié)果較為穩(wěn)健。其次，使用了更換金融素養(yǎng)測算方式的方法，用得分加總法代替了因子分析法來衡量金融素養(yǎng)，進(jìn)一步進(jìn)行回歸，核心結(jié)論仍然成立。表明隨著居民金融素養(yǎng)水平的提高，其文化消費(fèi)支出也會(huì)明顯增加。根據(jù)中介效應(yīng)分析可知，家庭收入水平在居民金融素養(yǎng)和家庭文化消費(fèi)之間起到部分中介的作用。

本文詳細(xì)地分析了居民金融素養(yǎng)水平在促進(jìn)文化消費(fèi)中的作用，結(jié)合上述得出的結(jié)論，提出了幾點(diǎn)政策建議：

一是加大金融教育投入力度，發(fā)揮金融素養(yǎng)在促進(jìn)文化消費(fèi)中的重要作用。通過增加對金融素養(yǎng)教育的財(cái)政投入,為金融教育提供穩(wěn)定的資金來源；將金融教育納入國家發(fā)展戰(zhàn)略布局，多渠道地開展金融教育。

二是針對性地開展金融教育，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)金融素養(yǎng)均衡發(fā)展。政府應(yīng)根據(jù)城鎮(zhèn)居民和農(nóng)村居民的實(shí)際情況來制定相應(yīng)的普惠金融提升計(jì)劃，將其與民眾需求相匹配。對于城鎮(zhèn)家庭來說，其已具備一定的金融知識(shí)，應(yīng)開展更為高級的金融教育課程，同時(shí)要充分發(fā)揮互聯(lián)網(wǎng)在金融知識(shí)宣傳中的作用；而對于農(nóng)村家庭來說，金融意識(shí)淡薄，網(wǎng)絡(luò)通信技術(shù)落后，因此應(yīng)先普及實(shí)用性基礎(chǔ)金融知識(shí)，強(qiáng)化金融機(jī)構(gòu)的服務(wù)能力，不定期開展金融知識(shí)講座，穩(wěn)步提升農(nóng)村家庭的金融素養(yǎng)水平，進(jìn)而促進(jìn)其文化消費(fèi)水平的提升。

三是制定有效的政府調(diào)控措施，提高居民的收入水平。對于東部地區(qū)家庭來說，金融素養(yǎng)水平和消費(fèi)意愿已不是制約文化消費(fèi)的主要原因，而收入水平的提升可以有效促進(jìn)文化消費(fèi)支出的增加。政府應(yīng)通過提高最低工資標(biāo)準(zhǔn)、建立工資增長機(jī)制、提高轉(zhuǎn)移性收入和完善社會(huì)保障制度等措施來提高居民的可支配收入，進(jìn)而提高其文化消費(fèi)能力。

四是優(yōu)化文化消費(fèi)環(huán)境，刺激居民文化消費(fèi)意愿。加強(qiáng)營造良好的社會(huì)文化環(huán)境，利用好互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)的發(fā)展，為居民提供種類豐富、形式多樣的優(yōu)質(zhì)文化產(chǎn)品，從文化服務(wù)供給方面提高居民的文化消費(fèi)意愿，刺激文化消費(fèi)支出。